Ўзбекистон республикаси ахборот технологиялари ва коммуникацияларини ривожлантириш вазирлиги муҳаммад ал-хоразмий номидаги

N
i
i
y
N
m
1
1
. 
Йиғиндини аста-секин жамғариш йўли билан ҳисоблаган маъқул (хотиранинг 
унумсиз харажатларини олдини олиш мақсадида). 
Дисперсия баҳосини қуйидаги формула бўйича ҳисоблаш мумкин: 





N
i
i
m
y
N
S
1
2
2
)
(
1
1
. 
Аммо бу ШК хотирасини унумсиз қўллаш билан боғлиқ. Шунинг учун формуладан 
фойдаланиш қулай 





















2
1
1
2
2
1
1
1
N
i
i
N
i
i
y
N
y
N
S
.
ξ ва η тасодифий катталикларнинг корреляцион зичлигини баҳолаш учун қуйидаги 
формулани қўллаш тавсия этилади 





























N
y
i
N
i
i
N
i
i
i
y
x
N
y
x
N
k
1
1
1
1
1
1

.
ТЖ тавсифларини баҳосини ҳисоблаш учун N амалга оширишлар бўйича статистик 
ишланма амалга оширилади. Бунинг учун ТЖ топшириғи интервали қисмларга бўлинади 
сΔt=const. Ҳар бир t
k
=kΔt учун математик кутишлар ва дисперсияларни юқорида 
келтирилган формулалар бўйича ҳисоблаш мумкин. Корреляцион функция баҳоси эса, 
қуйидаги формула бўйича амалга оширилади 

---

179 
1
1
)
(
)
(
1
)
(
)
(
)
,
(
1
1
1



























N
t
F
t
F
N
t
F
t
F
t
t
k
N
i
j
i
N
i
k
i
N
i
j
i
k
i
j
k
бу ерда tk=kΔt, tj=jΔt. 
Баҳолашнинг берилган аниқлигини таъминловчи N амалга оширишлар миқдорини 
аниқлаш – ахборотни қайта ишлашнинг муҳим вазифаси ҳисобланади. b эҳтимоллик 
баҳосида N-ни аниқлаш учун қуйидаги формуладан
2
2
)
1
(






P
P
U
N
, математик кутишни топишда эса бу формуладан -
2
2
2



U
N


фойдаланилади. 
Ушбу формулаларда 

U
- квантиль, нормал марказлашган тақсимот қонуни учун 
P

1

қийматига мос келади, бу ерда P берилган аниқлик; 

P  - баҳоланаётган 
эҳтимоллик;
2

- дисперсия; 

- мумкин бўлган ҳатолик. Ушбу формулаларда - 

P
ноаниқ, 
2

- эса ноаниқ бўлиши мумкин.
Шунинг учун ҳам, дастлаб 50-100 амалга ошириш ўтказилади, улар бўйича 

P
ва 
2

баҳолари олинади, ва N-нинг аниқланган қийматини топиш учун формулаларга 
қўйилади.
Эҳтимолликлар тақсимланишининг қандайдир функцияси билан таърифланадиган 
катталиклар йиғиндисидан сунъий тасодифий танланма олинади.
Ушбу услубнинг маъносини, эмпирик маълумотларни қайта ишлашнинг оддий 
мисоли ёрдамида тушуниш мумкин.
Фараз қилайлик шундай тизим мавжудки, унда ҳар 10 дақиқада хизмат кўрсатишга 
мухтож бўлган автомобиллар сони, жадвалда келтирилган тақсимотга мос. 
Фараз қилайлик, биз вақтнинг 5 даври учун ҳаёлан тажриба ўтказмоқчимиз. 
Дастлаб, кумулятив эҳтимоллик тақсимоти графигини барпо этилади. Кейинчалик, 
тасодифий сонлар жадвалидан бешта икки хонали сон олиниб ҳар бирининг олдига ўнлик 
нуқта қўйилади. Ушбу бешта соннинг ҳар бирини, муайян вақт давомида пайдо бўладиган 
мижозлар сонини аниқлашда қўлланилади. Агарда тасодифий сонлар 09, 54, 42, 80 ва 20 
бўлса, қуйидаги натижаларга эга бўламиз. 
жадвал 
Автомобиллар 
сони 
Эҳтимоллик 
Кумулятив 
эҳтимоллик 
0 
0,40 
0,40 
1 
0,25 
0,65 
2 
0,20 
0,85 
3 
0,15 
1,00 
Баён этилган мисолда эҳтимолликларнинг дискрет қийматларини олдик. Агар 
эҳтимолликлар тақсимоти узлуксиз бўлса, услубни қўллаш усули шундай қолади, 
фақатгина тақисмот эгри чизиғи зинапоя кўринишида эмас, балки силлиқ бўлади.

---

180 
Маълум бўлган μ, σ кўрсаткичлари билан биргаликда нормал тақсимланган 
тасодифий ўзгарувчини олиш учун, жадвалдан нормал тасодифий сонни (НТС) олиш, уни 
ЎКЧга кўпайтириш ва натижага ўртача қийматни қўшиш лозим.